中國農(nóng)民工心理健康水平變遷的橫斷歷史研究：1995~2011*

黃四林 侯佳偉 張 梅 辛自強(qiáng) 張紅川 孫 鈴 竇東徽

(中央財經(jīng)大學(xué)社會發(fā)展學(xué)院, 1心理學(xué)系, 2社會學(xué)系, 北京 100081)

1 前言

2009年, 美國《時代》周刊指出, 數(shù)千萬背井離鄉(xiāng)且多數(shù)是拋下家庭, 去高速發(fā)展的沿海城市打工的中國農(nóng)民工使中國擺脫了 2008年全球金融危機(jī), 并且是他們帶領(lǐng)世界經(jīng)濟(jì)走向復(fù)蘇(Ramzy,2009)。農(nóng)民工是指戶籍仍在農(nóng)村, 在本地從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)或外出從業(yè)6個月及以上的勞動者。當(dāng)前, 中國農(nóng)民工的數(shù)量在持續(xù)攀升, 2013年全國農(nóng)民工總量達(dá)到 2.68億人, 比 2012年增加 633萬人, 增長2.4% (國家統(tǒng)計局, 2014)。2013年12月, 中央城鎮(zhèn)化工作會議明確指出, 要以人為本, 推進(jìn)以人為核心的城鎮(zhèn)化水平, 其首要任務(wù)是解決已經(jīng)轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶問題, 努力提高農(nóng)民工融入城鎮(zhèn)的素質(zhì)和能力。心理健康是農(nóng)民工自身素質(zhì)和適應(yīng)能力的重要組成部分, 準(zhǔn)確掌握農(nóng)民工心理健康水平變遷規(guī)律, 有助于預(yù)測該群體的發(fā)展動態(tài), 為提升其融入城鎮(zhèn)的能力, 實現(xiàn)以人為核心的城鎮(zhèn)化目標(biāo)提供科學(xué)依據(jù)。為此, 本文試圖揭示近20年來中國農(nóng)民工心理健康水平的變遷趨勢, 分析不同地區(qū)、行業(yè)、年齡和性別等亞群體農(nóng)民工心理健康水平變化的差異。

綜合已有研究發(fā)現(xiàn), 研究者到目前為止對農(nóng)民工心理健康水平是上升了還是下降了仍然存在爭議。即使絕大多數(shù)調(diào)查采用了同一測查工具——癥狀自評量表(Symptom Check List 90, 簡稱SCL-90),與全國常模進(jìn)行比較, 仍然出現(xiàn)了矛盾的結(jié)論。這些調(diào)查結(jié)果主要分為兩類觀點：即樂觀說和悲觀說。樂觀說認(rèn)為農(nóng)民工心理健康水平高于或等同于一般成人。這一類調(diào)查發(fā)現(xiàn), 農(nóng)民工 SCL-90的各因子(心理問題)得分明顯低于金華、吳文源和張明園(1986)所建立的全國成人常模, 說明農(nóng)民工心理健康水平好于一般成人(蔣立新, 2004; 廖傳景, 毛華配, 宮本宏, 2010; 劉德堅, 鄭磊, 羅碧青, 2011;鄭磊, 譚慶平, 許賢, 2012)。悲觀說則提出農(nóng)民工心理健康水平明顯低于一般成人, 甚至心理健康問題嚴(yán)重或極其嚴(yán)重。支持此觀點的研究發(fā)現(xiàn), 農(nóng)民工SCL-90各因子得分顯著高于常模(郭麗花, 崔萍,2009; 蔣慶飛等人, 2009; 劉德堅, 鄭磊, 賀鋒,2012; 劉晉洪, 張泉水, 夏莉, 唐建軍, 2007)。

樂觀說和悲觀說的爭議導(dǎo)致人們對農(nóng)民工心理健康真實狀況的認(rèn)識出現(xiàn)混亂, 解決這種問題的常用方法是元分析。例如, 張波、楊靜和楊陽(2012)對14篇農(nóng)民工SCL-90量表的結(jié)果進(jìn)行了元分析,發(fā)現(xiàn)SCL-90總分和各因子得分均顯著高于全國成人常模(金華等, 1986), 故而認(rèn)為農(nóng)民工的心理健康水平比成人差。其他元分析也得到過類似結(jié)果(李昌慶, 何木葉, 張鑫, 2011; 李輝, 王倩, 2010)。因此, 悲觀說得到了元分析的支持。

然而, 元分析并沒有完全解決樂觀說與悲觀說之間的爭議, 因為導(dǎo)致這二者之間差異的一個重要原因就是以往研究將不同年代的測查結(jié)果都與同一常模比較, 忽視了農(nóng)民工 SCL-90得分的年代差異。已有研究采用的對照組——金華等人所建立的全國成人常模是1986年建立的, 距2011年已有26年, 將當(dāng)前農(nóng)民工SCL-90量表調(diào)查數(shù)據(jù)與26年前的常模進(jìn)行比較, 忽視了年代的差異, 難以準(zhǔn)確地揭示當(dāng)前農(nóng)民工心理健康的真實水平。其實, 這種年代效應(yīng)在元分析的結(jié)果中明確存在。例如, 張波等人(2012)發(fā)現(xiàn), 農(nóng)民工 SCL-90的人際關(guān)系、抑郁、焦慮和偏執(zhí)等因子與發(fā)表年代之間呈顯著負(fù)相關(guān)?？上У氖? 元分析把它作為控制效應(yīng)處理, 并未深入分析年代效應(yīng)背后的意義?；谏鲜龇治?為澄清樂觀說與悲觀說之分歧, 本研究改變與全國常模比較的方法, 而采用橫斷歷史研究的新思路,以農(nóng)民工自身為參照, 來揭示此群體心理健康水平的狀況。

此外, 導(dǎo)致樂觀說和悲觀說之間矛盾的另一個原因是已有研究忽視農(nóng)民工亞群體之間的差異。以往的調(diào)查都屬于橫斷研究, 被試來自某一個或多個地區(qū)、行業(yè)、性別和年齡段的群體, 忽視這些因素而將結(jié)果與常模比較, 難以獲得準(zhǔn)確的結(jié)論。不同地區(qū)、行業(yè)和性別的農(nóng)民工不僅在數(shù)量上, 而且在收入、居住條件、工作環(huán)境和社會保障等方面都存在明顯的差異(國家統(tǒng)計局, 2013)。研究表明, 這些因素對農(nóng)民工的心理健康(常金蘭, 董燕艷, 2013)、社會認(rèn)同(亓昕, 2013)和幸福感(杜李琴, 王曉剛,杜李民, 2007; 葉鵬飛, 2011)等心理都具有明顯的影響。尤為突出的是, 農(nóng)民工的代際更迭, 80后和90后的新生代農(nóng)民工, 所處生活環(huán)境和社會背景的急劇變化, 使得他們與第一代農(nóng)民工在價值觀念和社會認(rèn)同等心理與行為上出現(xiàn)了明顯的變化(王春光, 2001; 莊海茹, 崔永軍, 孫中寧, 2013; 張祝平, 2011)。在這種背景下, 關(guān)注青年農(nóng)民工的心理健康顯得尤為重要。鑒于此, 本研究關(guān)注的另一個重點是農(nóng)民工亞群體心理健康水平的變化差異。

推拉理論(Push and pull theory)是當(dāng)前對農(nóng)民工研究中最為經(jīng)典的一種觀點。該理論認(rèn)為, 在市場經(jīng)濟(jì)和人口自由流動的情況下, 農(nóng)民工流向城市是因為通過流動可以改善生活條件。在城鎮(zhèn)中使農(nóng)民工生活條件改善的因素就是“拉力”, 而農(nóng)村中那些不利的社會經(jīng)濟(jì)條件是“推力” (李培林, 1996)。當(dāng)然, 城鎮(zhèn)和農(nóng)村都有推和拉兩種因素, 即二者都同時具有吸引和排斥兩方面的作用力。農(nóng)民工的流動就是在這兩種力量的共同作用下完成(李強(qiáng),2003)。根據(jù)推拉理論, 城鎮(zhèn)就業(yè)能夠使農(nóng)民工收入增加是一個尤為突出的拉力, 但是除此之外, 更多地是排斥或推力, 如市民排斥或冷漠等。在這種情況下, 為什么農(nóng)民工一如既往地涌向城市, 每年以數(shù)百萬計的人在增加, 并且出現(xiàn)從“暫住”到“常住”或“居住”的根本性轉(zhuǎn)變呢？人口學(xué)和社會學(xué)對這個問題的研究更多地是關(guān)注外在因素, 如工作機(jī)會和條件、生活水平改善等, 而對農(nóng)民工心理因素的關(guān)注尤為缺乏。因此, 本研究對農(nóng)民工心理健康水平變化趨勢的分析有助于從心理層面來拓展推拉理論。

橫斷歷史研究(cross-temporal meta-analysis),是美國學(xué)者 Twenge提出的一種新的元分析技術(shù)(Twenge, 2000; Twenge & Im, 2007)。與傳統(tǒng)的元分析相比, 該方法并不依賴于某個常模或控制組的均值來計算效果量d, 而是從宏觀上揭示心理量(如人際關(guān)系、自尊)隨年代的變化趨勢(辛自強(qiáng), 池麗萍,2008)。Twenge運用此方法進(jìn)行了大量研究, 為探索美國近半個世紀(jì)以來心理與行為的變化趨勢做出了重要貢獻(xiàn)。辛自強(qiáng)等人(辛自強(qiáng), 張梅, 何琳,2012; Xin, Niu, & Chi, 2012)對中國青少年自尊、焦慮、抑郁等心理指標(biāo)進(jìn)行了系列研究, 揭示了我國自改革開放以來青少年心理的變遷趨勢。由此可見,與傳統(tǒng)的元分析相比, 橫斷歷史研究不僅可以定量分析已有調(diào)查數(shù)據(jù)獲得更為一般性的結(jié)論, 而且還可以考察某個歷史時期個體或群體心理與行為的變化規(guī)律。因此, 本研究采用橫斷歷史研究, 將歷年孤立發(fā)表的農(nóng)民工SCL-90量表調(diào)查結(jié)果與年代之間建立聯(lián)系, 通過該量表中9個因子得分的變化來揭示農(nóng)民工心理健康水平的變遷, 為我國當(dāng)前正在進(jìn)行的城鎮(zhèn)化建設(shè)和農(nóng)民工社會融入研究提供事實依據(jù)。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜集

文獻(xiàn)搜集的標(biāo)準(zhǔn)：(1)研究對象是16歲及以上的中國農(nóng)民工; (2)研究使用 SCL-90量表; (3)研究報告了SCL-90量表9個因子的描述性統(tǒng)計結(jié)果(n,M, SD); (4)文獻(xiàn)搜集截止時間為2013年12月。

按照上述標(biāo)準(zhǔn), 在中國期刊網(wǎng)、維普資訊、萬方數(shù)據(jù)庫、優(yōu)秀碩士論文、博士論文庫和 Elsevier SDOS/SDOL、JSTOR、ProQuest、Ebrary、Wiley等中外文數(shù)據(jù)庫中, 分別以“SCL-90”、“癥狀自評量表”、“心理健康”、“心理衛(wèi)生”和“農(nóng)民工”、“打工”、“外來務(wù)工”、“進(jìn)城務(wù)工”、“外來農(nóng)民工”等中英文詞匯進(jìn)行匹配組成并列的題名、關(guān)鍵詞和中文摘要的主題詞搜索文獻(xiàn)。

對搜集到的所有文獻(xiàn)進(jìn)行篩選, 刪除出現(xiàn)下列任何一種情況的文獻(xiàn)：(1)基本數(shù)據(jù)(n, M, SD)沒有報告或者存在明顯錯誤并無法修正的研究; (2)按照特殊標(biāo)準(zhǔn), 如農(nóng)民工子女、被試自身或家屬有軀體或神經(jīng)疾病的群體、因為在某個測驗上的特殊得分以及其他特殊身份選擇被試的研究; (3)同一批數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的情況, 僅保留數(shù)據(jù)完整且發(fā)表時間最早的一篇; (4)元分析文獻(xiàn)。按照這些要求進(jìn)行排查后,符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)有 70篇, 都是中文文獻(xiàn), 共涉及46485名農(nóng)民工。其中, 有3篇文獻(xiàn)僅報告了7個因子數(shù)據(jù)(蔣善, 張璐, 王衛(wèi)紅, 2007; 家曉余, 劉麗瓊, 陳群林, 熊燕, 2011; 穆桂斌, 沈翔鷹, 2013),有1篇文獻(xiàn)報告了8個因子(孫建中, 李曼琴, 吳蘭蘭, 1999), 雖然這4篇文獻(xiàn)的9個因子未報告完整,但是它們的結(jié)果符合選用標(biāo)準(zhǔn), 選用它們有助于增強(qiáng)本研究結(jié)果穩(wěn)定性, 故保留了。70篇文獻(xiàn)的年代分布、數(shù)量和樣本量如表1所示。本研究中的數(shù)據(jù)收集年代(以下簡稱“年代”)以文章中作者所寫取樣時間為準(zhǔn)。對于未報告取樣時間的文獻(xiàn), 采用以往研究的做法(Twenge & Im, 2007; 辛自強(qiáng)等, 2012),用發(fā)表年份減去2獲得調(diào)查年份。

對 70篇文獻(xiàn)進(jìn)行編碼并錄入數(shù)據(jù)庫中。對只提供了子研究數(shù)據(jù)而沒有總研究結(jié)果的文獻(xiàn), 按照下面兩個公式(,sT,ni,xi,si, 分別代表：合成后的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差, 某子研究的樣本量、平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差)對子研究結(jié)果進(jìn)行加權(quán)合成：

在錄入每篇文獻(xiàn)總研究結(jié)果的同時, 把有被試工作所在地區(qū)、行業(yè)、年齡、性別等分組報告的結(jié)果作為子研究進(jìn)行編碼并錄入數(shù)據(jù)庫, 具體編碼表見表 2。從表 2中可以看到, 本研究文獻(xiàn)主要來源于核心期刊和一般刊物(根據(jù)北京大學(xué)中文核心期刊目錄2012年版), 僅有一篇碩士學(xué)位論文(蔣麗平,2010)。被試樣本的工作所在地分布在我國東部、東北、中部和西部地區(qū)。被試從事的行業(yè)可分為建筑業(yè)、制造業(yè)和其他(包括沒有報告行業(yè)的、各種行業(yè)混合的、其他行業(yè))。被試年齡變量僅有25篇文獻(xiàn)報告了在16～30歲之間的完整數(shù)據(jù), 其他年齡段數(shù)據(jù)報告較少無法單獨編碼, 所以將其他年齡段或者文章沒有明確說明的編碼為其他類。70篇文獻(xiàn)中分性別報告的數(shù)據(jù)共有46篇, 其中, 男性24篇,女性22篇。被試工作所在地區(qū)、行業(yè)、16～30歲和性別的亞群體文獻(xiàn)數(shù)量與年代分布的結(jié)果見表1所示。

表1 農(nóng)民工SCL-90文獻(xiàn)數(shù)量及其分布

表2 橫斷歷史研究變量編碼表

3 研究結(jié)果

3.1 中國農(nóng)民工心理健康水平總體上的變化趨勢

根據(jù)每個研究的樣本量, 使用公式 1計算了SCL-90各因子的每年加權(quán)平均數(shù), 繪制了 9因子隨年代而變化的折線圖, 如圖 1所示?？梢园l(fā)現(xiàn),1995 ～ 2011年間, 農(nóng)民工SCL-90各因子均值雖有所波動, 但總體上呈現(xiàn)緩慢下降趨勢。

圖1 1995～2011年農(nóng)民工SCL-90各因子均值變化趨勢

為確定 SCL-90與年代之間的關(guān)系, 分別將SCL-90的9個因子與年代繪制散點圖, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)9個因子與年代之間均呈現(xiàn)出直線關(guān)系, 限于篇幅僅報告了人際關(guān)系與年代的散點圖, 如圖2所示。

圖2 人際關(guān)系因子與年代的關(guān)系

為確定農(nóng)民工SCL-90得分與年代之間的關(guān)系,采用以往研究者(Twenge & Im, 2007; 辛自強(qiáng)等,2012)的數(shù)據(jù)處理方法, 以各因子均值為因變量,以年代為自變量, 用樣本量進(jìn)行加權(quán), 擬合線性回歸模型, 結(jié)果如表3所示。結(jié)果顯示, 6個因子與年代之間都具有顯著負(fù)相關(guān), 其中, 受年代影響最大的是人際關(guān)系因子, 年代可解釋其31%的變化(R2),其后依次是恐怖、焦慮、敵對、偏執(zhí)、抑郁, 年代解釋5個因子14%及以上的變異, 軀體化和精神病與年代之間的負(fù)相關(guān)邊緣顯著, 年代的解釋變異為4%和 5%。這說明, 中國農(nóng)民工 SCL-90各因子均值與年代存在負(fù)相關(guān), 反映其心理健康水平隨年代變化而逐漸提高了。

農(nóng)民工SCL-90因子與年代之間的負(fù)相關(guān)是否受到文獻(xiàn)來源(期刊類型)、被試分布區(qū)域(調(diào)查城市)等其他方面的影響呢？為進(jìn)一步確定二者之間的關(guān)系, 將SCL-90各因子為因變量, 以年代、期刊類型、被試所在地區(qū)和女性比例為自變量, 進(jìn)行回歸分析, 結(jié)果顯示, 在納入后三個變量以后, 除了強(qiáng)迫因子的年代效應(yīng)不顯著之外, 其他8個因子的年代效應(yīng)仍然保持顯著, 如表 4所示(限于篇幅在此表中僅報告了年代的統(tǒng)計結(jié)果)。這說明農(nóng)民工SCL-90各因子與年代之間的關(guān)系不受文獻(xiàn)來源、被試所在地區(qū)和性別因素的影響, 具有穩(wěn)定的相關(guān)。

表3 SCL-90各因子均值與年代之間的相關(guān)和變化量(1995~2011年)

表4 回歸分析中自變量年代的統(tǒng)計結(jié)果

上述結(jié)果表明, 農(nóng)民工 SCL-90因子均值隨著年代變遷而逐漸下降, 這種變化的幅度具體是多少呢？為精確地獲得各因子下降的幅度, 采用已有研究者的方法, 計算效果量d和解釋率r2來衡量。首先, 分別以 SCL-90各因子均值為因變量, 以年代為自變量, 采用樣本量進(jìn)行加權(quán)而建立回歸方程：y= Bx + C(其中B為未標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù),x為年代,C為常數(shù)項,y為因子平均數(shù))。其次, 分別將年代1995和 2011代入回歸方程獲得這兩年的平均分M1995和M2011。最后, 計算M1995和M2011之差, 再除以17年間的平均標(biāo)準(zhǔn)差SD, 即可得到d值。這種采用個體層面變量而獲得效果量d的計算方法有效地避免了生態(tài)謬誤(Twenge & Im, 2007; 辛自強(qiáng)等, 2012)。運用該方法計算, 獲得 SCL-90各因子17年間的具體變化量, 如表3所示。

從效果量d來看, 從1995至2011年17年期間,這 9個因子均值下降 0.13～1.61個標(biāo)準(zhǔn)差。依據(jù)Cohen (1988)對效果量(絕對值)大小的區(qū)分, 當(dāng)效果量d值在0.2至0.5之間為“小效應(yīng)”; 大于0.5為“中效應(yīng)”, 即肉眼可見, 并足以引起重視的效應(yīng);大于0.8為“大效應(yīng)”。按此標(biāo)準(zhǔn), 人際關(guān)系、焦慮、敵對和恐怖4個因子的下降幅度均為大效應(yīng), 抑郁和偏執(zhí)2個因子為中效應(yīng), 而軀體化和精神病2個因子為小效應(yīng)。此外, 從解釋率r2來看,17年來9個因子的下降范圍在 1%到 39%之間, 其中, 人際關(guān)系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖和偏執(zhí)6個因子降幅均達(dá)到12%及其以上。這說明, 17年來中國農(nóng)民工心理健康水平總體上在逐步提升, 尤其是人際關(guān)系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖和偏執(zhí)六個方面變化效果最為突出。

3.2 農(nóng)民工心理健康水平變化的區(qū)域差異

由表2所知, 東部地區(qū)農(nóng)民工的文獻(xiàn)有42篇,而中部、西部和東北3個地區(qū)共有22篇, 故而將這3個地區(qū)合并為其他地區(qū)。由表 1可以看出, 東部地區(qū)42篇文獻(xiàn)中有41篇分布在2002～2011年之間,從1995～2001年間僅有1篇文獻(xiàn), 為保證研究結(jié)果的穩(wěn)定性, 所以僅對這41篇文獻(xiàn)進(jìn)行分析。其他地區(qū)考察1997～2011年之間的22篇文獻(xiàn)。兩類地區(qū)農(nóng)民工SCL-90各因子與年代的相關(guān)和變化量見表5。

東部地區(qū)農(nóng)民工SCL-90各因子與年代之間存在顯著的負(fù)相關(guān), 年代解釋 9個因子變異均達(dá)到10%以上, 其中, 焦慮和偏執(zhí)受到的影響最大, 解釋力均到達(dá)32%。但是, 其他地區(qū)農(nóng)民工僅有人際關(guān)系、焦慮和恐怖3個因子與年代之間具有顯著負(fù)相關(guān), 年代解釋這3個因子變異50%及其以上, 而強(qiáng)迫因子與年代具有顯著正相關(guān), 其余5個因子相關(guān)不顯著。這說明, 東部與其他地區(qū)農(nóng)民工心理健康水平的變化存在差異。

表5 分地區(qū)農(nóng)民工SCL-90各因子均值與年代之間的相關(guān)和變化量

從9個因子變化的具體幅度上來看, 東部地區(qū)農(nóng)民工在人際關(guān)系、抑郁、焦慮、敵對、偏執(zhí)5個因子的下降幅度為大效應(yīng), 軀體化和恐怖兩個因子為中等效應(yīng), 并且這 7個因子的下降幅度均達(dá)到10%及其以上, 其中, 焦慮和偏執(zhí)改善更為突出,分別為32%和25%。其他地區(qū)農(nóng)民工在人際關(guān)系、焦慮和恐怖3個因子上的下降幅度達(dá)到大效應(yīng), 下降了40%以上, 但是強(qiáng)迫因子反而上升了0.32個標(biāo)準(zhǔn)差, 其他 5個因子沒有顯著變化。這表明, 與其他地區(qū)農(nóng)民工相比, 東部地區(qū)農(nóng)民工 SCL-90得分下降發(fā)生在7個因子上, 反映其心理健康水平在改善的維度上更為全面。

3.3 農(nóng)民工心理健康水平變化的行業(yè)差異

建筑業(yè)和制造業(yè)是農(nóng)民工所從事的主要行業(yè),本研究考察了這兩類農(nóng)民工SCL-90得分隨年代的變化, 對其他無法區(qū)分具體行業(yè)的 42篇文獻(xiàn)沒有進(jìn)行分析。由表1可見, 建筑業(yè)9篇文獻(xiàn)中有8篇分布在2007～2011年之間, 而制造業(yè)19篇文獻(xiàn)中有17篇分布在2004～2011年間, 為保證研究結(jié)果的可靠性, 僅對這兩個時間范圍內(nèi)的文獻(xiàn)進(jìn)行分析。兩個行業(yè)農(nóng)民工SCL-90各因子與年代的相關(guān)和變化量見表6。

制造業(yè)農(nóng)民工的各個因子與年代之間呈顯著負(fù)相關(guān), 年代解釋9個因子26%至81%的變異, 并且有7個因子下降幅度d值達(dá)到了大效應(yīng)0.80以上,有 8個因子的下降幅度r2值均達(dá)到了 10%及其以上。但是, 建筑業(yè)農(nóng)民工的各因子與年代之間相關(guān)均不顯著, 并且各因子變化幅度d值均在0.2以下,r2值均為0。由此可見, 中國農(nóng)民工SCL-90得分變化存在明顯行業(yè)差異, 制造業(yè)農(nóng)民工的 SCL-90得分明顯下降了, 反映該群體心理健康水平提高了,而建筑業(yè)的無變化。

表6 分行業(yè)農(nóng)民工SCL-90各因子均值與年代之間的相關(guān)和變化量

3.4 青年農(nóng)民工心理健康水平的變化趨勢

由表 1可以發(fā)現(xiàn), 青年農(nóng)民工 25篇文獻(xiàn)中有24篇分布在 2002～2011年間, 從 1995～2001年 7年間只有1995年的1篇文獻(xiàn)。考慮到結(jié)果的穩(wěn)定性,僅對2002～2011年間能夠區(qū)分年齡組的24篇文獻(xiàn)進(jìn)行分析。青年農(nóng)民工SCL-90各因子與年代相關(guān)和變化量的統(tǒng)計結(jié)果如表7所示。

表7 青年農(nóng)民工SCL-90各因子均值與年代之間的相關(guān)和變化量(2002~2011年)

青年農(nóng)民工各因子均值與年代之間存在顯著正相關(guān), 年代可以解釋 9個因子變異在 15% 至33%之間。從變化量來看, 9個因子得分上升的幅度尤為明顯, 上升幅度d值在 0.56～0.87個標(biāo)準(zhǔn)差之間, 其中, 敵對和焦慮分別為0.87和0.85個標(biāo)準(zhǔn)差,達(dá)到了大效應(yīng), 其余7個因子均為中等效應(yīng)。軀體化、強(qiáng)迫、焦慮、敵對、恐怖、偏執(zhí)6因子得分提高幅度r2值均達(dá)10%及其以上, 抑郁、精神病和人際關(guān)系 3個因子提高的范圍在 7%～9%之間。這說明, 自2002至2011年10年來, 青年農(nóng)民工SCL-90得分明顯上升了, 即心理健康水平下降了, 敵對和焦慮兩方面表現(xiàn)尤為突出。

3.5 農(nóng)民工心理健康水平變化的性別差異

由表 1所示, 男性農(nóng)民工的 24篇文獻(xiàn)分布在1999至2011年之間, 女性農(nóng)民工的22篇文獻(xiàn)分布在2002至2011年之間?？紤]到樣本量的差異, 先用樣本量對各個因子進(jìn)行加權(quán), 然后再分別考察男女農(nóng)民工SCL-90各因子與年代的相關(guān)。

總體而言, 男性農(nóng)民工的心理健康水平隨著年代的變化下降了, 而女性的卻是上升了。具體來說,年代與男性農(nóng)民工的軀體化(r= 0.17)、抑郁(0.04)、焦慮(0.10)、恐怖(0.19)和精神病(0.13) 5個因子之間均存在顯著的正相關(guān), 而與人際關(guān)系因子(-0.08)具有顯著負(fù)相關(guān), 與強(qiáng)迫、敵對和偏執(zhí)3個因子的相關(guān)不顯著。但是, 年代與女性農(nóng)民工的人際關(guān)系(-0.10)、抑郁(-0.04)、恐怖(-0.10)和偏執(zhí)(-0.04) 4個因子之間存在顯著的負(fù)相關(guān), 與軀體化(0.08)、焦慮(0.07)和精神病(0.06)3個因子之間有顯著正相關(guān),與強(qiáng)迫和敵對因子相關(guān)不顯著。這說明, 男性農(nóng)民工在軀體化、抑郁、焦慮、恐怖和精神病等5個方面變差了, 但是女性在人際關(guān)系、抑郁、恐怖和偏執(zhí)等4個方面卻變好了。無論男性還是女性在人際關(guān)系方面都得以明顯改善, 在軀體化、焦慮和精神病3個方面均表現(xiàn)為顯著加重。但是, 以年代為自變量, 以 SCL-90各個因子為因變量, 樣本量進(jìn)行加權(quán), 發(fā)現(xiàn)男性和女性的回歸方程都不顯著, 因此性別的年代變化差異有待進(jìn)一步檢驗。

4 討論

4.1 中國農(nóng)民工心理健康總體水平在逐漸提高

本研究對1995至2011年期間采用SCL-90量表測查農(nóng)民工心理健康水平的 70篇文獻(xiàn)運用橫斷歷史研究方法進(jìn)行了分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 17年來中國農(nóng)民工 SCL-90得分在總體上呈下降趨勢, 這說明該群體心理健康總體水平在緩慢上升, 此結(jié)果支持了樂觀說。本研究采用縱向比較, 即以農(nóng)民工自身為參照, 分析 SCL-90各因子得分隨著時間推移的變化, 更為準(zhǔn)確地揭示出我國農(nóng)民工心理健康的真實狀況。

我們的研究結(jié)果與悲觀說不一致, 也與目前社會上大多數(shù)人認(rèn)為農(nóng)民工心理問題嚴(yán)重的看法不吻合。根據(jù)社會比較理論, 我們認(rèn)為農(nóng)民工更有可能與自己過去或家鄉(xiāng)的農(nóng)民相比, 而不是當(dāng)前人們將農(nóng)民工與城市市民進(jìn)行比較。胡榮和陳斯詩(2012)調(diào)查發(fā)現(xiàn), 相對社會經(jīng)濟(jì)地位對農(nóng)民工精神健康(即 SCL-90測查結(jié)果)的影響遠(yuǎn)大于絕對社會經(jīng)濟(jì)地位的影響。由此可見, 影響農(nóng)民工心理健康水平的不是絕對的收入和經(jīng)濟(jì)狀況, 而是農(nóng)民工與自己過去或農(nóng)民進(jìn)行比較的主觀感知。

中國農(nóng)民工心理健康水平的提高, 與國家對農(nóng)民工的一系列政策有密切的關(guān)系。一些調(diào)查數(shù)據(jù)也說明近些年來中國農(nóng)民工的收入和權(quán)益等方面在逐步改善。例如盧鋒(2012)研究發(fā)現(xiàn)從 1979年至2010年的30余年內(nèi), 農(nóng)民工工資年平均以10%的速度增長。國家統(tǒng)計局的監(jiān)測報告表明, 2012年外出受雇農(nóng)民工, 被雇主或單位拖欠工資的占 0.5%,比上年下降了0.3個百分點。從近五年調(diào)查數(shù)據(jù)看,外出農(nóng)民工養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險和生育保險的參保率提高 4個百分點左右(國家統(tǒng)計局,2013)。沒有社會保險的農(nóng)民工的心理健康(SCL-90)顯著低于有社會保險農(nóng)民工(常金蘭, 董燕艷,2013)。簽訂勞動合同的農(nóng)民工幸福感顯著高于沒有勞動合同者(姜海燕, 2012)。這說明經(jīng)濟(jì)和社會保障等方面的改善對農(nóng)民工心理健康具有一定程度上保護(hù)作用。

推拉力理論難以解釋為什么在城市具有如此之多的推力情況下, 農(nóng)民工仍然不遺余力地向城市遷移, 甚至是移居。因為他們主要關(guān)注的是行為層面的因素, 忽視了內(nèi)在的心理因素。如李強(qiáng)(2003)對農(nóng)民工推力與拉力的因素分析主要集中在工作機(jī)會和條件、收入、居住環(huán)境、生活習(xí)慣、人際關(guān)系等方面。本研究結(jié)果支持了樂觀說, 說明從心理健康的角度上, 城市對農(nóng)民工是一種拉力, 而不是推力。對農(nóng)民工的社會態(tài)度(李培林, 李煒, 2007)和幸福感(林曉嬌, 2007)的調(diào)查結(jié)果也進(jìn)一步支持了城市在心理層面的拉力作用。這說明, 城市對農(nóng)民工的拉力不僅僅局限于收入等外在行為層面, 而且還延伸至心理健康、社會態(tài)度和幸福感等內(nèi)在心理方面。

雖然 17年來中國農(nóng)民工心理健康水平總體上逐步提高了, 但是也存在明顯的波動。由圖1可以發(fā)現(xiàn), SCL-90的各因子平均值在1997、2004、2006和2009年分別有4次上升的高峰。可能的原因是這幾個時間點的數(shù)據(jù)主要是由青年農(nóng)民工, 或者建筑工人, 或者東北與中西部地區(qū)等亞群體所組成的,而這三種特征在本研究結(jié)果中都發(fā)現(xiàn)與農(nóng)民工心理健康較差有關(guān)。此外, 本研究結(jié)果如表3顯示, 強(qiáng)迫因子是9個因子中唯一與年代相關(guān)不顯著的, 17年來該因子下降了 0.13個標(biāo)準(zhǔn)差, 變化幅度僅有1%。由表5可以看到, 東部地區(qū)農(nóng)民工的強(qiáng)迫因子與年代之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān), 但是其他地區(qū)反而是正相關(guān), 并且兩類地區(qū)該因子的解釋率 r2均為 3%。兩類地區(qū)變化方向相反, 但是變化幅度相同, 使得強(qiáng)迫因子在總體上無變化。

4.2 中國農(nóng)民工心理健康水平變化的亞群體差異

首先, 本研究發(fā)現(xiàn), 東部地區(qū)農(nóng)民工心理健康水平的改善是比較全面的, 9個因子與年代之間均呈顯著負(fù)相關(guān), 年代可以解釋各因子10%至32%的變異, 其中軀體化、人際關(guān)系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執(zhí)等7個因子的變化更為突出, 均值下降幅度到達(dá)10%以上。但是, 其他地區(qū)農(nóng)民工心理健康的改善是局部的, 只有人際關(guān)系、焦慮和恐怖 3個因子。在這三個方面上兩類地區(qū)都得了明顯改善,這可能是農(nóng)民工比較容易得以改善的方面。但是,東部地區(qū)農(nóng)民工的軀體化、抑郁、敵對和偏執(zhí)等方面也得以改善, 而其他地區(qū)尚未出現(xiàn), 這 4個方面可能是其他地區(qū)改善農(nóng)民工心理健康水平比較容易突破的方面。此外, 其他地區(qū)農(nóng)民工的強(qiáng)迫因子與年代呈正相關(guān), 這說明在該方面的心理問題上反而有所加劇, 雖然其上升幅度僅有 3%。近五年的數(shù)據(jù)顯示, 東部地區(qū)農(nóng)民工的收入都明顯高于中西部地區(qū)的收入, 同時從輸入地看, 不同地區(qū)農(nóng)民工社會保障狀況仍存在一定的差距, 中西部地區(qū)農(nóng)民工參保比例比較接近, 落后于在東部地區(qū)務(wù)工的農(nóng)民工(國家統(tǒng)計局, 2013)。已有研究發(fā)現(xiàn), 工資收入、勞動強(qiáng)度和社會保障對農(nóng)民工幸福感具有明顯的正向預(yù)測作用(杜李琴等, 2007; 葉鵬飛, 2011;常金蘭, 董燕艷, 2013)。這說明, 東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)文化的發(fā)達(dá), 給農(nóng)民工也帶來了相應(yīng)的改善和提高,出現(xiàn)“水漲船高”的現(xiàn)象。由此可見, 農(nóng)民工心理健康變化水平的區(qū)域差別可能與其經(jīng)濟(jì)收益和社會保障的改善存在密切關(guān)系。

其次, 制造業(yè)農(nóng)民工的心理健康水平在 2004至 2011年 8年間逐步提高了, 而建筑業(yè)農(nóng)民工在2007年至2011年5年間無明顯變化。建筑業(yè)農(nóng)民工SCL-90各因子與年代相關(guān)不顯著, 并且5年來9個因子變化幅度r2均為0。這可能與該行業(yè)的文獻(xiàn)數(shù)量僅有8篇且年代分布范圍較短有關(guān), 因此該結(jié)論有待進(jìn)一步檢驗。近年來, 與其他行業(yè)相比, 從事制造業(yè)的農(nóng)民工在經(jīng)濟(jì)收入和社會保障等方面的改善程度明顯更快。例如國家統(tǒng)計局(2013)數(shù)據(jù)表明, 制造業(yè)、交通運輸倉儲郵政業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和服務(wù)業(yè)的參保情況相對較好, 而建筑行業(yè)、住宿餐飲業(yè)的農(nóng)民工, 雇主或單位為其繳納各項保險的比例明顯低于其他行業(yè), 2012年制造業(yè)各項參保比例的提高快于其他各行業(yè)。制造業(yè)包括輕紡工業(yè)、資源加工工業(yè)和機(jī)械電子制造業(yè), 都有自己固定的工廠和企業(yè), 就職該行業(yè)的農(nóng)民工獲得的社會保險也明顯高于其他行業(yè)。從各個行業(yè)來看, 建筑業(yè)農(nóng)民工的工作強(qiáng)度更大、工傷可能性更高, 但是他們參與五種社會保險的比例卻明顯低于其他行業(yè)。與沒有社會保險農(nóng)民工相比, 有社會保險農(nóng)民工的心理健康(常金蘭, 董燕艷, 2013)和幸福感(葉鵬飛,2011)都明顯更高。

再次, 青年農(nóng)民工, 主要是指80年代和90年代以后出生的農(nóng)民工, 一直是農(nóng)民工群體研究的焦點問題。他們不僅逐漸成為農(nóng)民工的主要群體, 而且與第一代農(nóng)民工相比在心理和行為上都存在明顯的差異。本研究發(fā)現(xiàn), 從2002至2011年, 10年來青年農(nóng)民工SCL-90各因子與年代之間呈現(xiàn)正相關(guān), 年代可以解釋9個因子15%以上的變異, 并且9個因子得分上升幅度均達(dá)到足以引起人們重視的程度, 即變化量d大于0.5。這一結(jié)果與以往大量研究的結(jié)論是一致的(郭麗花, 崔萍, 2009; 陸亞文等,1996; 周小剛, 李麗清, 2013)。

與第一代農(nóng)民工相比, 青年農(nóng)民工出現(xiàn)了明顯分化, 其中一部分人雖然在農(nóng)村出生、長大, 但是初、高中畢業(yè)后或更早就進(jìn)入城市, 而另一部分人由于父母(第一代農(nóng)民工)進(jìn)城打工就出生和成長在城市中。這兩部分人共同特征是, 對農(nóng)村生活或生產(chǎn)比較陌生, 對城市更加向往, 但是又沒有脫離農(nóng)民的身份, 在城市人眼中他們?nèi)匀欢紝儆谵r(nóng)民工群體, 受到排斥和不公正待遇。由于青年農(nóng)民工社會角色(從事非農(nóng)業(yè)活動)與社會身份(農(nóng)民)轉(zhuǎn)換不同步, 甚至整體上出現(xiàn)了錯位, 影響身份認(rèn)同(張祝平, 2011)。與第一代農(nóng)民工相比, 此群體身份認(rèn)同具有明顯的模糊性和不確定性(莊海茹等, 2013)。此外, 城市的“經(jīng)濟(jì)拉力”和“社會排斥”的雙重態(tài)勢,造成此群體僅僅是“進(jìn)入”城市, 卻難以“融入”城市(張祝平, 2011)。因此, 青年農(nóng)民工在融入城市過程中可能感受到更大的心理落差, 導(dǎo)致心理健康水平變得越來越差。

尤其值得關(guān)注的是, 本研究發(fā)現(xiàn)青年農(nóng)民工在敵對和焦慮兩個方面的心理問題更為突出, 二因子得分均值分別提高了0.87和0.85個標(biāo)準(zhǔn)差, 達(dá)到了大效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn), 上升幅度分別高達(dá)15%和16%。按照當(dāng)前趨勢發(fā)展, 未來此群體的心理健康和社會適應(yīng)甚為堪憂, 也是社會安定與發(fā)展的隱患之所在。由此可見, 提高青年農(nóng)民工心理健康的問題勢在必行。不僅要考慮改善和保障他們自身的收益與社會保障, 更為重要的是, 還要考慮到城市和市民的包容與接納, 因為后者是造成農(nóng)民工感知社會的排斥和冷漠的直接來源。

最后, 總體上說, 男性農(nóng)民工的心理健康水平下降了, 但是女性的卻上升了。已有的調(diào)查(胡榮華,葛明貴, 2008; 賈鳳芹, 吳燕, 2008; 周六枝, 王濟(jì)中, 1998)和元分析(張波等, 2012)與本研究的結(jié)論是一致。這可能與女性農(nóng)民工更多就業(yè)于社會保障較好的制造業(yè), 而男性更多從事社會保障較差的建筑、運輸業(yè)等有關(guān)。雖然在總體上存在性別差異, 但是無論男性還是女性在人際關(guān)系方面都得以明顯改善, 在軀體化、焦慮和精神病3個方面均表現(xiàn)為惡化。人際關(guān)系的改善, 可能是因為近10年來農(nóng)民工感受到的排斥減少了, 市民對他們的接納和認(rèn)同有所提高, 尤其是城市發(fā)展和市民的日常生活便捷都越來越離不開農(nóng)民工群體, 從而使得農(nóng)民工的人際關(guān)系問題有所減少。軀體化、焦慮和精神病3個方面心理問題變的更為嚴(yán)重了, 這可能是農(nóng)民工群體對自己當(dāng)前經(jīng)濟(jì)收入、社會保障以及未來發(fā)展取向等問題感到壓力而導(dǎo)致。盡管在國家和社會高度關(guān)注下, 農(nóng)民工的收入和社會保障都有所改善, 但是在總體上該群體仍然處于低社會地位, 屬于弱勢群體。當(dāng)然, 有關(guān)農(nóng)民工心理健康變化的性別差異在回歸分析中并沒有得到支持, 所以此結(jié)論有待進(jìn)一步檢驗。

綜上, 通過對農(nóng)民工亞群體變化差異的細(xì)致剖析, 使我們對該群體心理健康的真實狀況和變化趨勢有了更為準(zhǔn)確而深入地掌握。亞群體心理健康水平的變化差異不僅表現(xiàn)在上升或下降的方向和幅度上, 而且還反映在個別或全部因子的范圍與廣度上。

5 結(jié)論

(1) 17年來中國農(nóng)民工心理健康水平總體上在逐步提升, 其中人際關(guān)系、抑郁、焦慮、敵對、恐怖和偏執(zhí)六個方面改善最為突出。

(2) 農(nóng)民工心理健康變水平化存在明顯的區(qū)域差別, 與其他地區(qū)農(nóng)民工相比, 東部地區(qū)農(nóng)民工的心理健康水平改善的范圍明顯更全面。

(3) 農(nóng)民工心理健康水平變化存在明顯的行業(yè)差異, 從事制造業(yè)農(nóng)民工的各因子得分明顯改善,而建筑業(yè)的無變化。

(4) 16～30歲農(nóng)民工心理健康水平下降了, 尤其突出表現(xiàn)在敵對和焦慮兩方面。

(*表示入選元分析文獻(xiàn))

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